广东城市化与经济增长相关性的计量分析 - 图文(9)

来源：网络收集时间：2025-09-12

导读：广东城市化与经济增长相关性的计量分析重要性信息随时间的变化，就可以估计该变量的作用时滞，同时还可以估计出各个变量效应的相对大� � 根据无穷阶的向量移动平均VAM（?），设?q?(?q,ij),q?1,2,3,...，则第i个变

广东城市化与经济增长相关性的计量分析

重要性信息随时间的变化，就可以估计该变量的作用时滞，同时还可以估计出各个变量效应的相对大小。

根据无穷阶的向量移动平均VAM（?），设?q?(?q,ij),q?1,2,3,...，则第i个变量可写成：yit??(?0,ij?jt??1,ij?jt?1??2,ij?jt?2?...) （4.14）

j?1k其中，k是变量数。第j格扰动项?j从无限过去到现在时点对第i个变量影响的总和。求其方差，因为{?jt}无序列相关，故

E[(?0,ij?jt??1,ij?jt?1??2,ij?jt?2?...)]??(?0,ij)?ij2q?0? （4.15）

这是把第j个扰动项对第i个变量的从无限过去到现在时点的影响，用方差加以评价的结果。yit的方差可以分解成k种不相关的影响，因此为了测定各个扰动相对yit的方差

有多大程度的贡献，定义了相对方差贡献率(RVC)，根据第j个变量基于冲击的方差对yit的方差的相对贡献度来作为观测第j个变量对第i个变量影响的尺度。为进一步分析结构冲击对内生变量变化的贡献度，评价不同结构冲击的重要性，建立预测方差分解模型。根据方差分解理论模型，对城市化水平和人均GDP的预测均方误差进行分解。

表4.6、方差分解表时期 1 2 3 4 5 6 7 8 9 35

城市化水平的方差分解均方误差城市化水平 0.051315 100 0.08066 99.67248 人均GDP的方差分解人均gdp 87.9178 82.73977 80.0897 79.30303 79.5972 80.37902 81.2895 82.14857 82.88564 人均gdp 均方误差城市化水平 0 0.034351 12.0822 0.327524 0.060073 17.26023 1.34453 0.081943 19.9103 0.096619 98.65547 0.104139 96.82459 0.107728 94.32642 0.109952 91.52723 0.111785 88.77141 0.113468 86.23665 0.115045 83.96314 3.175414 0.100346 20.69697 5.673575 0.115954 20.4028 8.472768 0.129442 19.62098 11.22859 0.141347 18.7105 13.76335 0.152058 17.85143 16.03686 0.161845 17.11436 广东城市化与经济增长相关性的计量分析

10 0.116549 81.92854 18.07146 0.170894 16.5122 83.4878 由表4.5可见，市化水平的波动在第1期受身波动的影响，人均GDP对城市化水平波动的冲击(即对预测误差的贡献度)从第2期开始逐步增强，从第2期的0.327%迅速上升到第10期的18.07%，而且还有继续上升的趋势；另一方面，城市化水平波动受其自身冲击的影响逐步减弱，这与脉冲响应函数分析的结果相一致。

人均GDP从第1期起就受到自身波动和城市化水平冲击的影响，且受城市化水平的影响要小于其自身波动的影响，随后人均GDP受自身波动的影响呈上升趋势，第6期后基本稳定在80%一83%之间;同期，人均GDP受城市化水平波动的影响逐步下降，也从第6期达到稳定，大致处于预测方差的16%~20%之间。正是由于经济增长对城市化的正向作用要明显强于城市化对经济增长的反向作用结果使得城市化水平的波动主要是受经济增长的影响，而其对经济增长产生的影响不大。

4.6双变量实证研究主要结论

以上根据1978一2009年的时序数据，利用协整检验、因果关系检验、脉冲响应及方差分解模型，对广东城市化水平与经济增长进行动态计量分析。结果发现，在5%的显著性条件下，广东城市化与经济增长之间存在长期均衡关系，经济增长对城市化的正向作用明显强于城市化对经济增长的反向影响。具体结论如下:

（1）、城市化与经济增长之间存在长期的均衡关系。非平稳序列城市化水平（非农人口比例）)、经济增长(人均GDP)经过一阶差分后序列平稳，两者线性组合为平稳序列，存在协整关系。这种长期均衡关系说明，1978以来广东总体城市化水平与经济增长的情况相吻合。

（2）、从误差修正模型来看，短期内每变动1%，城市化水平将同方向变动0.12个百分点，这一系数较长期协整回归方程中的系数0.35要小，说明经济增长对城市化的长期影响更为显著。短期内经济增长的传导效应还未充分显现，所以不会立即引起城市化水平的提高；但长期来看，经济增长传导要素效应的显现，引起人口转移、二三产业比重上升、不断聚集，促使城市化水平上升。

广东城市化与经济增长相关性的计量分析

（3）、广东经济增长对城市化的正向作用明显强于城市化对经济增长的反向影响。在10%的显著条件下滞后2期的经济增长是城市化水平提高的格兰杰原因，而滞后1~6期的城市化不是经济增长格兰杰原因的概率都在40%以上。排除其他因素，单纯从经济原因方面理解，出现这种结果是因为二元结构经济是使得广东经济增长必然对城市化产生强大的推动作用；而第三产业发展滞后、城市聚集效应、规模效益没有充分发挥等因素则限制了城市的扩散辐射及创新溢出效应，使得城市化对经济增长的反向作用不显著。

（4）、城市化与经济增长动态相互影响的效应差异明显。人均GDP对其自身的一个标准差新息有较强的反应，而对城市化水平的反应相对较弱;城市化水平对自身的一个标准差开始有较强反应，但效应不断减弱;城市化水平对人均GDP的冲击开始反应较弱，但效应逐步增强。

广东城市化与经济增长相关性的计量分析

第5章、广东城市化与经济增长的多变量计量分析

5.1模型及变量指标的确定

5.1.1 两变量计量分析的不足

由第4章计量分析结论可知，单纯对城市化水平和经济增长两变量进行计量检验，虽然能确定两者之间具有显著的长期均衡关系——协整关系，但格兰杰因果检验的结果不显著；短期分析中，经济增长对城市化的影响程度较为显著，而城市化水平对经济增长的影响却不显著。总的来说，计量分析结果与理论分析、定性分析的结果具有一定的差异。原因主要包括：

（1）非农人口比例作为城市化水平的指标存在一定的偏差。因为广东2000年之前的常住人口这一指标的统计口径与2000年后有较大区别。因此无法得到统一口径的城镇人口比例。只能用非农人口比例。而在广东，尤其是经济发达的珠三角各城市，有大批非本地户籍人口长期工作和生活，调整统计口径后，在2000年广东常住人口已达到8525.25万人，已超过户籍人口1000万人以上。随着广东经济的持续增长，两者差值一直在扩大，在2009年已达到1300万。而这一部分差值所代表的非户籍常住人口基本都属于当前统计口径中的城镇人口。可见，非农人口跟真实的城镇人口之间有非常大的差别。但由于本人的渠道有限，能力有限，无法按照2000年后的统计口径去获得2000年之前的城镇人口比例。因此在本研究中只能采用非农人口比例作为城市化水平的指标。这一点将在以后的研究中找机会改进。

（2）由第二章的理论分析可知，城市化水平对经济增长的影响是非瞬时的和间接的，其传导机制简单说是城市化水平的增长是通过产业结构的变化、城市人口的经济、社会和文化习惯的改变去间接影响经济增长。而经济增长本身又是一个受多种因素影响和决定的经济变量，城市化水平并不是其唯一的甚至也不是最重要的因素。因此，单独对这两个变量进行计量分析，很有可能得不到与理论相符的检验结果，而第四章的结论

广东城市化与经济增长相关性的计量分析

也证实了这一点。因此，在本章中，本文将从新的视角重新考量和计算城市化水平对经济增长的影响和贡献。 5.1.2 多变量计量模型的确定

如前所述，经济增长是一个受多方面因素影响和决定的经济变量，在经济增长理论中，有哪个模型既结构简单，又涵盖各经济 …… 此处隐藏：2310字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……

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